浙江省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)實(shí)證研究
——基于2002-2012年面板數(shù)據(jù)

俞佳根

（遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036）

浙江省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)實(shí)證研究
——基于2002-2012年面板數(shù)據(jù)

俞佳根

（遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036）

借助衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的三個(gè)指標(biāo)，以浙江省2002-2012年面板數(shù)據(jù)為研究樣本，運(yùn)用協(xié)整理論就浙江省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，不同城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)存在差異，杭州、寧波、舟山等城市高于全省平均水平，湖州、麗水、紹興、臺(tái)州等城市低于全省平均水平；浙江絕大部分城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了促進(jìn)作用，但舟山市卻起到抑制作用；湖州、嘉興、金華、紹興等城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效果較大，杭州、寧波、衢州等城市相對(duì)較小。基于此，本文提出加大對(duì) “走出去”企業(yè)的扶持力度、鼓勵(lì)和扶持中下游城市經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型發(fā)展、繼續(xù)發(fā)揮上游城市的引領(lǐng)作用等促進(jìn)浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的政策建議。

對(duì)外直接投資；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、推進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)是當(dāng)前擺在我國(guó)各級(jí)政府面前亟待解決的工作重點(diǎn)之一。2013年浙江省政府報(bào)告指出，今后五年是浙江省加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的攻堅(jiān)時(shí)期，是建設(shè)物質(zhì)富裕、精神富有的現(xiàn)代化浙江的關(guān)鍵時(shí)期。近年來(lái)，浙江企業(yè) “走出去” 步伐不斷加快。據(jù)浙江發(fā)改委統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，“十二五”以來(lái)浙江省境外投資中方投資額達(dá)到105.32億美元，2012年中方投資額38.92億美元，比2001年的0.335億美元增長(zhǎng)了115倍，平均每年遞增54％。此外，浙江經(jīng)濟(jì)也呈現(xiàn)良好的發(fā)展格局。2012年浙江GDP總量達(dá)到34606億元，GDP總量與含金量均列全國(guó)第四，比2001年的6898.34億元增長(zhǎng)了四倍多，平均每年遞增16％。那么，浙江省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有什么樣的影響？浙江省不同地市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響又有何差異？未來(lái)在深化改革、促進(jìn)浙江經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)過(guò)程中，政府、企業(yè)等不同主體又應(yīng)該做什么？這正是本文嘗試研究的問(wèn)題。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

在實(shí)證研究方面，國(guó)內(nèi)外大量成果已驗(yàn)證了對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在正向的推動(dòng)作用。例如，Barrios、Gorg和Strob（2000）、Keith和James（2001）、Robert（2002）、Tuan和Ng（2004）等的研究認(rèn)為， 對(duì)外直接投資有助于本國(guó)企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的升級(jí)［1］［2］［3］［4］。 持有相同觀點(diǎn)的還有Blomstrom、Konan和Lipsey（2000）、Dow ling和Cheang（2000）、Bernard（2002）等［5］［6］［7］。

在國(guó)內(nèi)，馮春曉（2009）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)制造業(yè)對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在正相關(guān)關(guān)系［8］。湯婧和于立新（2012）認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)7大行業(yè)存在不同程度的調(diào)整效應(yīng)［9］。持相同或類(lèi)似觀點(diǎn)的還有趙偉和江東（2010）、唐艷（2011）、李逢春（2012）、楊建清和周志林（2013）等［10］［11］［12］［13］。 但也有學(xué)者認(rèn)為對(duì)外直接投資不一定優(yōu)化母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。 范歡歡和王相寧（2006）利用自回歸分布滯后模型，認(rèn)為對(duì)外直接投資不能提升我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［14］。潘穎和劉輝煌（2010）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資短期內(nèi)不能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但長(zhǎng)期來(lái)看可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)［15］。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究主要是從國(guó)家、行業(yè)等宏觀層面研究對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)，在度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標(biāo)上采用了不同的指標(biāo)或指標(biāo)體系，得出的結(jié)論也不同。鑒于浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國(guó)家宏觀層面存在差異，產(chǎn)業(yè)發(fā)展重點(diǎn)亦有所不同，因此有必要對(duì)浙江省對(duì)外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)展開(kāi)針對(duì)性的研究。

二、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標(biāo)的確定

為客觀評(píng)價(jià)浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，本文利用三個(gè)指標(biāo)Rπ（π=1，2，3）來(lái)衡量。

其中，Li為各產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，用各產(chǎn)業(yè)增加值除以各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)來(lái)表示；Pi為各產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。采用該指標(biāo)的原因在于，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)一般主要表現(xiàn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高［11］。

其中，Y1、Y2和Y3分別為第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，Y為生產(chǎn)總值。采用該指標(biāo)的原因在于，浙江省近年第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP比重總體呈上升趨勢(shì)，而第一產(chǎn)業(yè)呈下降趨勢(shì)且幅度均較大，這與工業(yè)化中后期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)主要表現(xiàn)為第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不斷增加相符［12］。

這里，我們采用該指標(biāo)的原因在于，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的特征是第三產(chǎn)業(yè)的地位越來(lái)越突出，第一產(chǎn)業(yè)所占比重越來(lái)越小。因此，在指標(biāo)設(shè)計(jì)中給第三產(chǎn)業(yè)賦值最大，第一產(chǎn)業(yè)賦值最?。?3］［15］。

（二）模型設(shè)定和數(shù)據(jù)選取

本文以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標(biāo)Rπ為被解釋變量，解釋變量OFDI為對(duì)外直接投資總額占GDP的比重。為防止各變量數(shù)據(jù)產(chǎn)生較大的波動(dòng)性，我們對(duì)變量取對(duì)數(shù)并構(gòu)建如下的線性回歸模型：

本文以2002-2012年浙江省11個(gè)地級(jí)市對(duì)外直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來(lái)源于各市的 《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2002-2012）》和 《浙江商務(wù)年鑒（2002-2012）》，其他數(shù)據(jù)來(lái)源于 《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒（2002-2012）》。

（三）面板單位根檢驗(yàn)

為確保估計(jì)結(jié)果的有效性，本文采用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher等檢驗(yàn)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。Rπ變量根據(jù)序列圖確定包含截距和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，OFDI變量根據(jù)序列圖確定包含截距項(xiàng)，滯后階數(shù)依據(jù)Schwarz準(zhǔn)則自動(dòng)確定。經(jīng)檢驗(yàn)，在1％的顯著性水平下，ln R1、ln R2、ln R3和lnOFDI為非平穩(wěn)序列。經(jīng)一階差分后，Dln R1、Dln R2、Dln R3、DlnOFDI為平穩(wěn)序列，均為一階單整變量，因此我們可以就變量Rπ和OFDI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（四）估計(jì)方法選擇與實(shí)證結(jié)果

本文采用固定效應(yīng)冗余變量似然比檢驗(yàn)來(lái)選擇混合效應(yīng)和固定效應(yīng)，用Hausman檢驗(yàn)來(lái)估計(jì)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)（見(jiàn)表1所示）。

由表1可知，在5％的顯著性水平下，在混合效應(yīng)和固定效應(yīng)的選擇上，均為固定效應(yīng)；在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇上，結(jié)論均為固定或隨機(jī)沒(méi)有實(shí)質(zhì)差異。因此，我們可以判斷樣本面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析較為適合。

表1 混合、固定和隨機(jī)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

為分析浙江省各城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標(biāo)影響的差異性，本文應(yīng)用Eviews6.0軟件，假定浙江省各市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)影響存在差異，并采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型對(duì)浙江省11個(gè)地級(jí)市對(duì)外直接投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標(biāo)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)（見(jiàn)表2所示）。

表2 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，杭州、寧波、舟山等城市截距項(xiàng)的固定效應(yīng)值均為正，說(shuō)明這三個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)優(yōu)于全省平均水平。湖州、麗水、紹興、臺(tái)州等城市截距項(xiàng)的固定效應(yīng)值均為負(fù)，說(shuō)明這些城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)低于全省平均水平。舟山市系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明舟山市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了抑制作用，在5％的顯著水平下，抑制作用顯著。除麗水、舟山外，浙江省的其他9個(gè)城市系數(shù)均為正，說(shuō)明這些城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了促進(jìn)作用。在5％的顯著水平下，嘉興、金華、紹興等3個(gè)城市的促進(jìn)作用顯著。湖州、嘉興、金華、紹興等城市系數(shù)值排名位于前列，說(shuō)明這些城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效果相對(duì)較大。杭州、寧波、衢州等城市系數(shù)值排名位于后列，說(shuō)明這些城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效果相對(duì)較小。

（五）面板模型檢驗(yàn)

本文采用協(xié)方差分析，對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，并引入如下兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)H0：模型（4）解釋變量系數(shù)對(duì)所有截面成員是相同的，但截距項(xiàng)不同，即模型為變截距模型：

假設(shè)H1：模型（4）解釋變量系數(shù)和截距項(xiàng)對(duì)所有截面成員都是相同的，即模型為混合回歸模型：

模型形式檢驗(yàn)有如下兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量：

其中，N為截面成員數(shù)，T為樣本觀測(cè)時(shí)期數(shù)，K為非常數(shù)解釋變量個(gè)數(shù)，S1、S2、S3分別是模型（4）、（5）、（6）的回歸殘差平方和（檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示）。

表3 協(xié)方差分析檢驗(yàn)

由表3可知，當(dāng) π=1、2、3時(shí)，在5％的檢驗(yàn)水平下，F(xiàn)2和 F1值都大于相應(yīng)臨界值 F2（0.95，20，99）=1.6775、F1（0.95，10，99）=1.9277，故拒絕H1、H0，采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型是比較適合的。

（六）協(xié)整檢驗(yàn)

由于Rπ和OFDI是同階單整的，所以二者可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采取EG兩步法，利用LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher等方法對(duì)變量是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)上一步回歸的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（見(jiàn)表4所示）。由表4可知，在10％的檢驗(yàn)水平下，只有在π=1時(shí)ADF-Fisher檢驗(yàn)的一個(gè)指標(biāo)不顯著，其他情況下都顯著，我們認(rèn)為模型殘差序列是平穩(wěn)的，故產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)與對(duì)外直接投資存在協(xié)整關(guān)系。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

三、結(jié) 語(yǔ)

本文利用2002-2012年浙江省11個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，就對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平指標(biāo)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果得出如下結(jié)論與相關(guān)對(duì)策建議。

（一）浙江省不同城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)存在差異

杭州、寧波、舟山等城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)優(yōu)于全省平均水平，湖州、麗水、紹興、臺(tái)州等城市低于全省平均水平，其原因可能與城市綜合發(fā)展水平有關(guān)。隨著舟山于2011年設(shè)立國(guó)家級(jí)新區(qū)，2012年設(shè)立舟山港綜合改革保稅區(qū)，舟山出臺(tái)了一系列優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策，直接導(dǎo)致了舟山產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)高于全省平均水平。由此可見(jiàn)，在促進(jìn)浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中要充分考慮不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)差異，堅(jiān)持統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，在政策導(dǎo)向上向中下游城市傾斜，鼓勵(lì)和扶持中下游城市經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新轉(zhuǎn)型發(fā)展，打造產(chǎn)業(yè)升級(jí)新的 “增長(zhǎng)極”。

（二）浙江省對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了顯著促進(jìn)作用

總體而言，浙江絕大部分城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了促進(jìn)作用。杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、金華、溫州、臺(tái)州、衢州等城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了正向的推動(dòng)作用，且嘉興、金華、紹興等城市的促進(jìn)作用顯著。但舟山對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了抑制作用，其原因可能是舟山設(shè)立國(guó)家級(jí)新區(qū)、舟山港綜合改革保稅區(qū)后出臺(tái)的政策存在一定的滯后效應(yīng)，政策效果尚未完全顯現(xiàn)。因此，在促進(jìn)浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)時(shí)各級(jí)政府要進(jìn)一步加大對(duì) “走出去”企業(yè)的扶持力度，積極扶持企業(yè)參與全球競(jìng)爭(zhēng)，鼓勵(lì)具有比較優(yōu)勢(shì)的企業(yè)對(duì)外投資，為浙江經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、產(chǎn)業(yè)的升級(jí)改造創(chuàng)造條件。

（三）浙江省不同城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效果存在差異

相對(duì)而言，湖州、嘉興、金華、紹興等中游城市對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效果較大，杭州、寧波等上游城市和衢州等下游城市較小，這可能與對(duì)外直接投資政策扶持力度有關(guān)。例如，嘉興、湖州近年來(lái)大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和先進(jìn)制造業(yè)，積極推進(jìn)外經(jīng)合作和服務(wù)外包；紹興發(fā)布了一系列鼓勵(lì)民營(yíng)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資的政策，依托塊狀經(jīng)濟(jì)、集群經(jīng)濟(jì)，大力發(fā)展低碳經(jīng)濟(jì)和總部經(jīng)濟(jì)；金華2010年確定為 “現(xiàn)代服務(wù)業(yè)綜合配套改革試點(diǎn)市”，2011年義烏設(shè)立國(guó)際貿(mào)易綜合改革實(shí)驗(yàn)區(qū)，這些平臺(tái)和相關(guān)對(duì)外直接投資政策為這些城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造了新機(jī)遇，對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供了有利條件。因此，在促進(jìn)浙江產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中要整合資源、挖掘潛力，優(yōu)化發(fā)展布局，突破產(chǎn)業(yè)發(fā)展瓶頸。一方面，強(qiáng)化先發(fā)優(yōu)勢(shì)，繼續(xù)發(fā)揮浙江上游城市在對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中的引領(lǐng)作用；另一方面，下游城市應(yīng)充分挖掘潛力，利用政策調(diào)控手段，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外投資，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

［1］Barrios S.，Gorg H.，Strob E.Foreign direct investment，competition and industrial development in the host country［J］.European Economic Review，2005，49（7），pp.1761-1784.

［2］Keith E.M.，James R.M.General-equilibrium approaches to the multinational firm：a review of theory and evidence［C］.NBER Working Paper，NO.8334，2001.

［3］Robert E.L.Home and host country effects of FDI［C］.NBER Working Paper，NO.9293，2002.

［4］Tuan C.，Ng L.F.Manufacturing agglomeration as incentives to Asian FDI in China after WTO［J］.Journal of Asian Economics，2004，15（4），pp.673-693.

［5］Blomstrom M.，Konan D.，Lipsey R.FDI in the restructuring of the Japanese economy［C］.NBER Working Paper，NO.7693，2000.

［6］Dowling M.，Cheang C.T.Shifting comparative advantage in Asia：new tests of the‘Flying Geese’model［J］.Journal of Asian E-conomics，2000，11（4），pp.443-463.

［7］Andrew B.Bernard，J.Bradford Jensen，Peter K.Schott.Survival of the Best Fit：Competition from Low Wage Countries and the（Uneven）Growth of USManufacturing Plants［C］.NBERWorking Paper，NO.9170，2002.

［8］馮春曉.我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實(shí)證研究——以制造業(yè)為例 ［J］.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009，（8）.

［9］湯婧，于立新.我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)聯(lián)分析 ［J］.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2012，（11）.

［10］趙偉，江東.ODI與中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證 ［J］.浙江大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版），2010，（3）.

［11］唐艷.FDI在中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)分析與評(píng)價(jià) ［J］.財(cái)經(jīng)論叢，2011，（1）.

［12］李逢春.對(duì)外直接投資的母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)——來(lái)自中國(guó)省際面板的實(shí)證研究 ［J］.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2012，（6）.

［13］楊建清，周志林.我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響的實(shí)證分析 ［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2013，（4）.

［14］范歡歡，王相寧.我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響 ［J］.科技管理研究，2006，（11）.

［15］潘穎，劉輝煌.中國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系的實(shí)證研究 ［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2010，（2）.

An Em pirical Study on Ou tward Foreign Direct Investm ent and Industrial Structu re Upgrad ing in Zhejiang Province——Based on Panel Data from 2002 to 2012

YU Jia-gen
（School of Economics，Liaoning University，Shenyang 110036，China）

By using co-integration theory and the three indicators thatmeasure the level of industrial structure，this paper takes the panel data of Zhejiang province from 2002 to 2012 as research samp le for an empirical analysis concerning the influence of OFDI on the industry structure upgrading.The results are：（1）the base of industrial structure varies among different cities，which is above the average level in Hangzhou，Ningbo and Zhoushan but below the average level in Huzhou，Lishui，Shaoxing and Taizhou；（2）OFDI can effectively promote the upgrading of industrial structure across cities in Zhejiang province with the exception of Zhoushan where it plays an inhibitory role；（3）the promotion effect of OFDI in upgrading the industrial structure is stronger in Huzhou，Jiaxing，Jinhua and Shaoxin but relatively weaker in Hangzhou，Ningbo and Quzhou. Based on the findings of this study，the paper proposes some strategic suggestions to promote industrial structure upgrading in Zhejiang province，which include increasing support to the“going out”enterprises，encouraging and supporting innovations and transformation of the middle and lower level cities，and making sure that the upper level cities continue to play a leading role in the upgrading endeavor.

OFDI；industrial structure upgrading

F830.59

A

1004-4892（2014）08-0010-06

（責(zé)任編輯：化 木）

2013-12-10

國(guó)家科技部軟科學(xué)重大招標(biāo)項(xiàng)目（2012GXS1B001）；浙江省自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目（LY12G02004）；寧波市與中國(guó)社會(huì)科學(xué)院共建中心研究項(xiàng)目（NZKT201217）

俞佳根（1982-），男，浙江富陽(yáng)人，遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，浙江萬(wàn)里學(xué)院商學(xué)院助理研究員。